【摘 要】以国家统计局发布的1994-2010年的数据和1997-2007年的投入产出表所提供的数据为基础计算得到设计指数、出口产品增加值率两项指标。运用相关分析、格兰杰因果检验等计量方法，得出了设计指数和出口产品增加值率之间存在着单向因果关系的结论，即设计指数的提高能够推动出口产品增加值率的大幅度上升，进而提出了国家应大力提倡自主设计产品出口、企业提升自主设计能力等建设性意见。
【关键词】自主设计；设计指数；国际贸易；出口产品增加值率
引言
近年来，国内外学者对技术创新与贸易之间的关系进行了一些研究。Wakelin对9个OECD国家22个行业产业内和产业间的溢出效应进行分析，得出了创新能够促进出口贸易增长的结论[1]。Guan和Ma通过七个描述创新能力的指标从企业层面上分析了创新能力与出口绩效的关系，得出了出口增长与创新能力的改善密切相关的结论[2]。王刚波、官建成通过结构分解法对技术市场和出口贸易市场的结构进行分析，得出技术创新对出口市场份额的影响较为显著的结论[3]。姚利民、方妙杰以技术创新活动、资本投入和劳动力等作为影响出口贸易的变量，以中国31个地区为样本进行实证研究，得到技术创新对出口贸易有着显著的正效应的结论[4]。黄静波、孙晓琴从理论阐释和实证分析两个方面述评了技术创新与出口的关系，指出技术创新活动是一国出口表现的主要驱动力之一，在扩大市场、提升国际竞争力以及增加企业利润方面起着积极的促进作用[5]。本文在国内外学者相关研究成果的基础上，采用出口增加值率的指标来衡量出口额的增长情况，克服了传统研究方法中出口数据重复计算的缺点，并结合我国出口企业创新活动较多集中在设计环节的现实情况，设置设计指数指标，更准确地分析自主设计与出口增加值率的关系。
1.指标选择与数据处理
1.1 指标选择
现阶段，我国统计部门公布的统计信息中没有与设计相关的数据可以查询，行业协会等中介服务组织也没有建立相应的数据库，专利数据库中也没有相应的检索字段，因此，只能寻找其他指标来近似地衡量自主设计程度。我国工业制成品出口中一般贸易和加工贸易两种贸易方式占出口总额的90%以上，因此可以用这两种贸易近似替代工业制成品的出口总额。在加工贸易中，我国生产的产品主要采用的是国外的技术，充当的是加工者的角色，缺乏自主设计。一般贸易是指在国内购买原材料加工然后出口的贸易方式，虽然它并没有完全摆脱国外的技术，但是在很大程度上有了一定的自主设计成分。因此，选用一般贸易在出口总额中所占的比重作为文章的分析指标，称其为设计指数（RDI），从而用它来近似地描述我国出口产品的自主设计水平。文章通过分析设计指数与出口增加值率之间的关系，研究自主设计水平在出口贸易中的作用。出口增加值率（REX）为出口增加值与出口总额的比值，避免了出口额重复计算的缺点，体现了我国出口产品的质量。
1.2 数据来源与处理
文章中所涉及的变量出口总额、一般贸易出口额、加工贸易出口额均可从《中国统计年鉴》（1997-2010）中查询获得。出口增加值的计算按照沈利生、吴振宇（2003）[6]所介绍的方法，利用1997-2007年的投入产出表来进行计算。将一个开放经济体的中间投入部分拆分为国内中间投入和进口中间投入。
投入产出表的平衡关系式用矩阵形式来表示：AX+Y=X
其中，大写字母为对应的小写字母的矩阵形式。总产出即可分解成由消费、投资、出口带来的总产出的和：
令为增加值对角矩阵，则国民经济的增加值可表示为：
（1）
进口部分满足：
且有：
（2）
（3）
（2）式和（3）式的含义是：最终使用在中间投入与最终使用的合计中占有多大的比例，则进口产品也按同样的比例拆分。按比例分配是根据一致性假设，即假设进口产品与国内产品具有同质性，各部门在使用进口产品时与使用国内产品一视同仁（这是在没有进口产品的流量数据时不得已而采用的办法）。同理有以下关系式：
按照同样的方法计算得到：
进而计算得到国内产品的中间流量：
拆分后的投入产出表仍然满足行和列的平衡关系：
国内产品行平衡关系：
进口产品行平衡关系：
列平衡关系：
根据（1）式，开放经济条件下出口带来的增加值为：
其中：为出口带来的总产出；为扣除转口贸易后的出口；为出口带来的增加值，的含义同前所示。
投入产出表每五年公布一次，我们可以利用五年中各部门的投入产出关系基本不变的特点，根据中国统计局公布的数据对缺失投入产出表年份的数据进行估算，得到增加值数据。
根据以上的计算方法，利用中国统计局和投入产出表的数据进行计算处理，得到下表：
表1 1997年-2010年出口增加值率、设计指数
年份 REX（%） RDI（%）
1997 73.45 44.76
1998 74.85 42.37
1999 73.81 42.49
2000 71.16 43.31
2001 73.19 43.14
2002 63.69 43.09
2003 72.55 42.95
2004 71.42 42.62
2005 70.73 43.07
2006 69.65 44.93
2007 81.97 46.58
2008 78.85 49.53
2009 79.66 47.44
2010 81.00 49.33
数据来源：根据1997年-2010年中国统计公报和1997-2007投入产出表计算而得，其中REX表示出口增加值率，RDI表示设计指数。 根据计算结果显示，我国的出口增加值率总体上呈现出上升态势，说明我国的出口质量正在逐步提高。设计指数在2007年之后都稳定在47%以上，说明我国虽然仍以加工贸易为主要的出口方式，但是自主设计产品出口比例也在上升，2010年与1998年相比增长了16.43%，这说明我国出口商品的自主设计能力正在加强。
2.设计指数与出口增加值率的计量分析
2.1 相关性分析
根据eviews6.0计算两个变量之间相关关系，可知设计指数和出口增加值率之间存在着较为显著的正相关关系。设计指数和出口增加值率之间的相关程度也比较密切，相关系数为0.73。为了更为深入地分析两个变量之间的关系，我们对两个变量进行回归分析。传统的简单回归分析方法一般要求时间序列是平稳的，但是，现实经济中的时间序列数据往往是非平稳的，这样容易产生伪回归的现象。为了使研究更有价值，更符合现实，首先对时间序列数据进行平稳性检验。
2.2 时间序列数据的平稳性检验
判断时间序列数据是否平稳可以使用单位根检验。若某一个时间序列不存在单位根，那么这组数据就是平稳的；若存在单位根则说明这组数据是不平稳的。验证时间序列数据的平稳性较为常用的一种方法是增广迪-富勒（ADF，Augmented Dickey-Fuller test）检验法。
用RDI、REX分别表示设计指数、出口增加值率，用eviews6.0软件，对两个变量进行单位根检验，得到的结果如下表所示：
表2 ADF单位根检验结果表
变量 ADF检验值 检验类型（c，t，k） 临界值 结论
RDI -0.191758 （c，t，0） -3.119910 不平稳
DRDI -4.084786 （c，0，1） -3.144920 平稳
REX -1.814771 （c，t，0） -3.119910 不平稳
DREX -5.478460 （c，0，1） -3.144920 平稳
注：①检验类型中c，t，k分别表示截距项、趋势项和滞后期数，0表示不含有。②表中临界值是由Eviews自动生成的，表示5%显著水平下的临界值。③DRDI，DREX分别表示RDI，REX的一阶差分值。
根据检验结果分析，RDI和REX两个时间序列ADF检验值的绝对值均小于5%水平下临界值的绝对值，表明这两个时间序列都是非平稳的。经过一阶差分变换之后，DRDI、DREX的ADF值分别为-4.084786和-5.478460，其绝对值均大于5%水平下的临界值。这表明经过一阶差分变换处理之后两个序列数据都是平稳的，即两个变量之间存在着长期稳定的关系。下面利用协整理论来对设计指数和出口增加值率之间的关系进行分析。
2.3 协整分析
接着对两个序列之间是否存在协整关系进行检验。首先用恩格尔-格兰杰（Engle-Granger）检验法检验残差项的平稳性。对REX和RDI的残差序列进行协整检验，得ADF检验的统计值为-3.448133，其值小于1%显著性水平下的临界值-3.175352，存在协整关系。
在协整关系的基础上，我们对两个变量进行回归分析，不用担心产生伪回归的情况。
2.4 回归分析
在协整分析的基础上，我们对两个变量进行回归分析，估计有关REX和RDI的协整方程：
REX=1.43×RDI+10.18771
T值 （3.65） （0.58）
F=13.32 =0.53 =0.49
该模型的F检验统计量为13.32，整个方程是显著的，RDI回归参数的t值为3.65，说明参数是显著的，常数项的系数不显著。判定系数为和的值分别为0.53和0.49，说明方程具有较强的解释能力。由该模型参数可以得到这样的结论：在1997年到2010年这段时间中，设计指数每增加一个百分点，出口增加值率就会增加1.43个百分点。上式说明，出口增加值率增长的速度略快与自主设计程度，但是没有显著地快于自主设计程度，这说明自主设计对于出口增加值率的推动作用还有待于进一步加强。
2.5 格兰杰因果检验
通过回归分析，可以度量出变量之间的数量关系，但是并不能说明变量之间是否存在确定的因果关系，即不能确定是自主设计增长率推动了出口总额增长率的增长还是出口总额增长率的增长促进了自主设计增长率的增加。
为了验证两者之间的因果关系，我们利用格兰杰（Granger）因果检验对两个变量进行分析。
利用eviews6.0对RDI、REX之间的关系进行格兰杰因果检验，结果如表3所示。
表3 因果检验的结果
因果关系假定 F值 P值 结论
REX不是RDI的原因 0.82910 0.4752 接受
RDI不是REX的原因 2.69291 0.1357 拒绝
由表3的结果可以看出：设计指数是出口增加值率增长的原因，而出口增加值率不是设计指数增加的原因。换言之，设计指数的增长能推动出口总额的增长，反之则不成立。
以上结果表明，设计指数是出口增加值率的格兰杰原因，设计指数与出口增加值率之间存在着显著的单向正相关关系，这与一般预期是相符合的。这说明，在1997-2010年间设计产业的发展成为我国出口增加值率增长以及外贸优势发挥的重要推动因素。
一方面，自主设计、自主创新正在成为打造出口产品核心竞争力、参与国际市场竞争的重要手段。随着世界经济的发展，发达国家的消费者通过绿色贸易壁垒、保护型关税等措施对中国出口的商品在质量、环保以及安全等方面提出了更为苛责的要求。这就促使作为生产者的中国厂商必须不断地更新工艺，开发新型产品，提升自身商品的档次和质量，进而满足国外消费者对于消费品的多样性需求。另一方面，因为自主设计、自主创新的发展，在我国的出口行业中，一些传统部门由于资源的消耗、环境的约束纷纷衰落，而一些新兴部门正在兴起。这就使得高附加值、高技术含量的产品在出口贸易中的比重大大上升，从而在一定程度上改变了我国出口贸易的产品结构，促进了出口商品结构的升级，提高了我国出口的效益。 3.结论
本文根据1997-2010年的外贸数据计算出设计指数以及出口增加值率两项指标进行分析，得到如下结论：
（1）根据统计数据计算显示，我国出口增加值率在近几年都稳定在较高的水平，2010年的自主设计程度较1998年增加了16.43%，这说明我国外贸出口不管是在数量还是质量上都有了显著的提高。
（2）格兰杰因果分析和回归分析显示，设计指数是推动出口增加值率上升的原因，设计指数的提高能极大地推动我国出口增加值率的上升，反之不成立。在核心技术不足的制约条件下，自主设计是制造业价值链中重要的增值环节，是现阶段加强我国工业制成品出口竞争力的重要手段。通过自主设计，能够极大地提升产品的附加值。从回归方程来看，自主设计程度的系数略大1，出口增加值率的增长略快于自主设计指数的增加，这说明自主设计对于出口增加值率的增加存在着一定的推动作用，但是这种溢出效应有待进一步加强。
在当今的国际市场上，设计正成为企业在全球竞争环境中的重要利器，设计提高附加值的作用被越来越多的企业和国家所重视。改善出口产品的结构，减少加工贸易产品的出口，增加自主设计产品在出口中所占的比重，提高自主设计产业的溢出效应，推动制造业从加工向价值链的两端延伸，提升自身产品的自主设计能力，增强自身产品出口的国际竞争力，是当前我国企业的现实选择。
参考文献：
[1]Wakelin K.The role of innovation in bilateral OECD tradeperformance[J].Applied Economics，1998，30（10）：1334-1346.
[2]Guan J，Ma.NInnovative capability and export performance of Chinese firms [J]Technovation，2003，23（9）：737-747.
[3]王刚波，官建成.技术创新对出口的影响[J].科学学研究，2009（9）：1412-1417.
[4]姚利民，方妙杰.技术创新促进中国出口贸易的实证研究[J].国际商务研究，2007（3）：12-17.
[5]黄静波，孙晓琴.技术创新与出口：理论与实证研究的发展[J].国际贸易问题，2007（9）：124-127.
[6]沈利生，吴镇宇.出口对中国GDP增长的贡献_基于投入产出表的实证分析[J].经济研究，2003（11）：33-41.